社會(huì)信任與成本粘性

趙慶慶 李百興 李瑞敬

內(nèi)容提要：本文以2003—2019年中國A股制造業(yè)上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)信任對(duì)企業(yè)成本粘性的影響及其機(jī)制。研究結(jié)果表明，地區(qū)社會(huì)信任有助于降低企業(yè)的成本粘性。這一關(guān)系在資源調(diào)整成本較高和管理層代理沖突較嚴(yán)重的企業(yè)中更加顯著，即社會(huì)信任主要通過降低資源調(diào)整成本和管理層代理沖突進(jìn)而降低成本粘性。異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低時(shí)，社會(huì)信任對(duì)成本粘性的降低作用更加明顯。本文的研究結(jié)論揭示了非正式制度對(duì)制造業(yè)上市公司成本配置決策的影響及其作用機(jī)制，豐富了社會(huì)信任的經(jīng)濟(jì)后果以及成本粘性的影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)。

一、問題提出

制度是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵。制度分為正式制度和非正式制度，二者對(duì)一國的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展都是不可或缺的。正式制度的完善與創(chuàng)新是中國改革開放以來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展飛躍的重要因素，但非正式制度也起到一定的作用。以中國為例，中國雖然法律制度和金融體系在不斷的完善之中，卻是增長(zhǎng)最快的經(jīng)濟(jì)體之一[1]。相比正式制度，非正式制度的存在具有普遍性，從原始社會(huì)到現(xiàn)代發(fā)達(dá)社會(huì)中，它都存在且發(fā)揮作用[2]。

社會(huì)信任作為重要的非正式制度之一，會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效率產(chǎn)生直接影響[3]，例如社會(huì)信任能夠促進(jìn)合作[4]、提高就業(yè)率[5]、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[6-9]等。地區(qū)信任度的差異會(huì)導(dǎo)致發(fā)展環(huán)境和資源獲取的不平衡，進(jìn)而影響微觀企業(yè)的資源配置決策。已有文獻(xiàn)主要關(guān)注了社會(huì)信任對(duì)資本市場(chǎng)[10-12]、企業(yè)經(jīng)營(yíng)[13-14]和代理沖突[15-16]等的影響，鮮有文獻(xiàn)從資源配置視角探究社會(huì)信任對(duì)企業(yè)成本粘性的影響及其作用機(jī)制。

企業(yè)成本粘性是成本隨業(yè)務(wù)量變化時(shí)的不對(duì)稱現(xiàn)象[17]，本質(zhì)在于企業(yè)資源是否得到充分配置和利用。在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中，企業(yè)所處的外部制度環(huán)境會(huì)影響資源的獲取和運(yùn)用。已有文獻(xiàn)的關(guān)注點(diǎn)主要集中在正式制度方面，例如，《中華人民共和國勞動(dòng)合同法》[18-19]、《最低工資規(guī)定》[20]、產(chǎn)業(yè)政策[21]等的實(shí)施。在非正式制度方面，也僅探討了地區(qū)文化[22]、地區(qū)人口老齡化[23]等對(duì)成本粘性的影響。值得注意的是，哈特利布等(Hartlieb et al.,2020)以美國上市公司為樣本研究了社會(huì)資本對(duì)企業(yè)成本粘性的影響，但主要從地區(qū)社會(huì)規(guī)范強(qiáng)度和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密度進(jìn)行了探討[24]。在中國社會(huì)背景下，人與人之間的交往十分強(qiáng)調(diào)信任、關(guān)系的重要性[25]。信任環(huán)境的不同導(dǎo)致了資源稟賦的差異，可能對(duì)企業(yè)的成本配置行為產(chǎn)生影響。社會(huì)信任能促進(jìn)陌生人之間的合作，降低交易成本，加強(qiáng)信息流動(dòng)，使得企業(yè)的資源調(diào)整行為更加靈活，進(jìn)而降低企業(yè)成本粘性。然而，社會(huì)信任度較高時(shí)可能使管理層對(duì)未來市場(chǎng)有更樂觀的預(yù)期而不及時(shí)調(diào)整企業(yè)的成本配置，進(jìn)而增加成本粘性。因此，本文旨在考察社會(huì)信任會(huì)對(duì)企業(yè)成本粘性產(chǎn)生何種影響，以及其背后的影響機(jī)制。

由于制造業(yè)企業(yè)的成本最具粘性[26]，本文使用2003—2019年中國A股制造業(yè)上市公司樣本，實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)信任對(duì)企業(yè)成本粘性的影響及機(jī)制。本文的研究貢獻(xiàn)主要為：第一，豐富了成本粘性影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)。關(guān)于外部制度環(huán)境對(duì)成本粘性的影響，學(xué)者們主要關(guān)注了勞工制度[18-20]、產(chǎn)業(yè)政策[21]等正式制度或政策對(duì)成本粘性的影響。對(duì)于非正式制度，已有研究主要關(guān)注了地區(qū)文化[22]、人口老齡化[23]、社會(huì)資本[24]等對(duì)企業(yè)成本粘性的影響。本文則基于中國社會(huì)背景，從非正式制度的視角出發(fā)，分析社會(huì)信任對(duì)企業(yè)成本管理行為的影響，拓展了企業(yè)成本粘性的相關(guān)研究。第二，豐富了社會(huì)信任的經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。已有研究主要從宏觀和微觀層面考察社會(huì)信任的經(jīng)濟(jì)后果，在宏觀層面，研究了社會(huì)信任對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[6-9]、國際貿(mào)易投資[27]以及國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)增長(zhǎng)率和制造業(yè)就業(yè)率[5]等的影響。微觀層面主要關(guān)注了社會(huì)信任對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[10-11]、股價(jià)同步性[12]、多元化經(jīng)營(yíng)[13]、并購績(jī)效[14]、管理層代理沖突[15-16]等的影響。本文則基于微觀層面，著眼于企業(yè)的資源配置調(diào)整，發(fā)現(xiàn)社會(huì)信任會(huì)影響企業(yè)的成本管理決策，拓寬了社會(huì)信任對(duì)微觀企業(yè)層面的影響研究。

本文其他部分安排如下：第二部分是文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)，第三部分是研究設(shè)計(jì)，第四部分是實(shí)證結(jié)果、內(nèi)生性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)，第五部分是影響機(jī)制分析與異質(zhì)性檢驗(yàn)，最后是結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)社會(huì)信任的經(jīng)濟(jì)后果研究

社會(huì)信任產(chǎn)生于對(duì)群體的一般了解、所獲得的激勵(lì)、能感知的教養(yǎng)等[28]，是對(duì)陌生人或者社會(huì)上大多數(shù)人的信任。已有研究主要從宏觀經(jīng)濟(jì)和微觀企業(yè)行為兩個(gè)層面討論社會(huì)信任的經(jīng)濟(jì)后果。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展角度來看，社會(huì)信任有利于維護(hù)社會(huì)秩序，為市場(chǎng)參與者提供穩(wěn)定的心理預(yù)期[29]，增加陌生人之間的信任度而提高合作的可能性[4]。納克和基弗(Knack & Keefer，1997)、扎克和納克(Zak & Knack，2001)、張維迎和柯榮住(2002)、呂朝鳳等(2019)等均發(fā)現(xiàn)，社會(huì)信任能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[6-9]。圭索等(Guiso et al.,2008)研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)信任度的提高有助于增加國際貿(mào)易投資[27]。丁杰爾和烏斯蘭納(Dincer & Uslaner,2010)研究發(fā)現(xiàn)，信任水平的提高有助于提升GDP增長(zhǎng)率和制造業(yè)就業(yè)率等[5]。

在企業(yè)行為方面，較高的社會(huì)信任有利于信息流動(dòng)，能夠減緩企業(yè)內(nèi)外部的信息不對(duì)稱程度。企業(yè)處于較高社會(huì)信任度地區(qū)，其面臨的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[10-11]和股價(jià)同步性[12]較低。信息的互通共享降低了跨地區(qū)企業(yè)之間的交易成本，有助于企業(yè)開展多元化經(jīng)營(yíng)[13]，提高并購績(jī)效[14]等。此外，社會(huì)信任有助于引導(dǎo)恪守規(guī)則、誠信道德價(jià)值觀的形成，能夠發(fā)揮公司治理的作用。雷光勇等(2014)研究發(fā)現(xiàn)，較高社會(huì)信任地區(qū)的企業(yè)更愿意聘請(qǐng)高質(zhì)量審計(jì)師[15]。曹春方等(2015)進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，較好的信任環(huán)境通過緩解經(jīng)理人的代理行為而降低民營(yíng)企業(yè)的投資-現(xiàn)金流敏感性[16]。然而，也有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)可能會(huì)利用社會(huì)信任進(jìn)行尋租而增加避稅水平[30]。

(二)成本粘性的影響因素研究

已有文獻(xiàn)將成本粘性的成因歸類為資源調(diào)整成本觀、管理層樂觀預(yù)期觀以及管理層代理沖突觀三個(gè)方面[17,31-32]。資源調(diào)整成本觀認(rèn)為，企業(yè)在日常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中因縮減或配置資源而發(fā)生調(diào)整成本，而企業(yè)資產(chǎn)調(diào)整決策的實(shí)施與否以及實(shí)施及時(shí)性取決于資源調(diào)整成本的大小，這些都會(huì)進(jìn)一步對(duì)企業(yè)成本粘性產(chǎn)生影響[17]。管理層代理沖突觀認(rèn)為，由于股東和管理層之間存在代理沖突，管理者出于帝國構(gòu)建動(dòng)機(jī)[32-33]、避免虧損動(dòng)機(jī)[34]等，會(huì)在業(yè)務(wù)量下降時(shí)保留未利用的資源而導(dǎo)致成本粘性。管理層樂觀預(yù)期觀認(rèn)為，當(dāng)管理層認(rèn)為銷售量的下降是暫時(shí)的，預(yù)期未來銷售收入會(huì)增加時(shí)，決定保留未使用的資源，則會(huì)產(chǎn)生成本粘性[17,31,35]。

已有研究也從正式制度和非正式制度方面對(duì)企業(yè)的成本管理決策進(jìn)行探討。在正式制度方面，勞工政策的實(shí)施會(huì)影響企業(yè)的成本粘性。班克等(Banker et al.,2013)以19個(gè)經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(OECD)成員國的企業(yè)為樣本發(fā)現(xiàn)，在就業(yè)保護(hù)更嚴(yán)格的國家，企業(yè)會(huì)表現(xiàn)出更大程度的成本粘性[18]。劉媛媛和劉斌(2014)以A股制造業(yè)上市公司為樣本研究發(fā)現(xiàn)，《中華人民共和國勞動(dòng)合同法》的實(shí)施增加了企業(yè)的人工成本粘性并體現(xiàn)為薪酬粘性[19]。江偉等(2016)研究發(fā)現(xiàn)，在《最低工資規(guī)定》實(shí)施后，企業(yè)的成本粘性有所降低[20]。產(chǎn)業(yè)政策也是影響成本粘性的重要因素之一。韓嵐嵐和李百興(2021)研究發(fā)現(xiàn)，受到中央“五年計(jì)劃”支持的企業(yè)，其成本粘性更高[21]。在非正式制度方面，企業(yè)外部所處地區(qū)的特征會(huì)對(duì)成本粘性產(chǎn)生影響。哈特利布等(2020)以美國上市公司作為研究樣本發(fā)現(xiàn)，總部位于高社會(huì)資本地區(qū)的公司，其成本粘性更低，具體表現(xiàn)為地區(qū)社會(huì)規(guī)范的強(qiáng)度和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的密度越大，企業(yè)成本粘性越低[24]。謝露等(2021)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所在地的博彩氛圍越濃厚，費(fèi)用粘性現(xiàn)象越明顯[22]。張博等(2022)研究發(fā)現(xiàn)，各省份的人口老齡化程度越高，企業(yè)的勞動(dòng)力成本粘性越高[23]。

綜合上述文獻(xiàn)可知，已有文獻(xiàn)從傳統(tǒng)成本粘性三大動(dòng)因和制度環(huán)境對(duì)企業(yè)成本粘性的影響因素進(jìn)行了研究，就非正式制度角度來看，鮮有研究考慮到中國社會(huì)的信任特征，從社會(huì)信任的視角探討企業(yè)成本管理決策的影響因素及作用機(jī)制。

(三)社會(huì)信任對(duì)成本粘性的影響

與已有成本粘性的研究一致，本文從資源調(diào)整成本、管理層代理沖突、管理層樂觀預(yù)期三個(gè)動(dòng)因分析社會(huì)信任對(duì)成本粘性的可能影響。

首先，資源調(diào)整成本動(dòng)因。社會(huì)信任有助于增加交易參與方之間的信任度，減少資源調(diào)整成本而降低企業(yè)的成本粘性。在社會(huì)信任度較高的地區(qū)，人們之間更加信任彼此，企業(yè)內(nèi)部與企業(yè)之間的交易成本較低[3]。企業(yè)進(jìn)行交易時(shí)會(huì)產(chǎn)生較低的信息搜尋成本、契約談判成本和防止違約的保護(hù)成本等[36-37]，能夠促進(jìn)企業(yè)之間的資源流通和合作。資源調(diào)整成本的下降有助于企業(yè)更加靈活地進(jìn)行資源調(diào)整。在削減項(xiàng)目時(shí)，管理層會(huì)減少因?yàn)槲磥硎袌?chǎng)形勢(shì)好轉(zhuǎn)需要重置資源而產(chǎn)生較大調(diào)整成本的顧慮。如果未來市場(chǎng)趨勢(shì)好轉(zhuǎn)，在高社會(huì)信任地區(qū)的企業(yè)也能夠及時(shí)以較低的成本獲得所需資源。因此，處于較高社會(huì)信任度地區(qū)的企業(yè)可能面臨較低的調(diào)整成本，當(dāng)銷售量下降時(shí)，管理層可以及時(shí)剝離企業(yè)的冗余資源，從而降低企業(yè)的成本粘性。

其次，管理層代理沖突動(dòng)因。社會(huì)信任能夠促進(jìn)信息流動(dòng)，緩解股東和管理層之間的代理沖突，降低企業(yè)的成本粘性。由于委托代理關(guān)系的存在，股東和管理層的利益目標(biāo)不一致，管理層可能做出有損股東價(jià)值而謀求私人收益的決策。社會(huì)信任度能夠增加信息的流動(dòng)、交流和共享[38]，有助于減弱企業(yè)內(nèi)外部信息不對(duì)稱程度。股東獲得較多可靠、真實(shí)的企業(yè)內(nèi)部信息有助于降低其與管理層之間的代理沖突，監(jiān)督管理層的經(jīng)營(yíng)管理決策。此外，社會(huì)信任引導(dǎo)公民遵循大多數(shù)人認(rèn)可的行為規(guī)范[39]，有助于企業(yè)內(nèi)部形成誠信、勤勉的道德觀念。在較好的信任環(huán)境氛圍下，管理層可能形成誠信、公平的心理認(rèn)知，通常會(huì)選擇誠信經(jīng)營(yíng)，進(jìn)而股東和管理層之間更加信任彼此，有助于減少二者之間的代理沖突。股東和管理層代理沖突的降低有助于減少管理層的機(jī)會(huì)主義行為，當(dāng)銷售量下降時(shí)，管理層成本決策的實(shí)施可能更多地基于企業(yè)實(shí)際情況，及時(shí)削減冗余資源等[32,40]，進(jìn)而降低企業(yè)的成本粘性。

從資源調(diào)整成本和管理層代理沖突動(dòng)因來看，社會(huì)信任能夠促進(jìn)資源和信息流通，增強(qiáng)契約方之間的信任度，降低企業(yè)的資源調(diào)整成本和管理層代理沖突，進(jìn)而降低成本粘性，因此，本文提出假設(shè)：

H1a：社會(huì)信任能夠降低企業(yè)的成本粘性。

然而，管理層進(jìn)行資源調(diào)整決策時(shí)，還會(huì)顧及市場(chǎng)的未來發(fā)展形勢(shì)。信任是一種對(duì)未來的期望，這種預(yù)期將對(duì)信任者的行為決策產(chǎn)生影響。較高的社會(huì)信任能夠通過提高市場(chǎng)效率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的繁榮[3]，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[6-9]，市場(chǎng)需求更容易被激發(fā)。社會(huì)信任能夠?yàn)槭袌?chǎng)交易者提供穩(wěn)定的未來預(yù)期[29]，從而企業(yè)管理者可能會(huì)對(duì)市場(chǎng)發(fā)展保持樂觀態(tài)度。當(dāng)企業(yè)的銷售量下降時(shí)，處于較高社會(huì)信任度地區(qū)的企業(yè)管理層可能會(huì)對(duì)未來的市場(chǎng)持有樂觀預(yù)期，認(rèn)為銷售量下降是暫時(shí)的，而選擇決策觀望狀態(tài)或者不削減多余資源，增加企業(yè)的成本粘性。因此，本文提出假設(shè)：

H1b：社會(huì)信任能夠增加企業(yè)的成本粘性。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

為克服行業(yè)異質(zhì)性對(duì)成本粘性研究帶來的影響[26]，本文以2003—2019年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司作為初始研究樣本，2003年為能夠獲得公司辦公所在地?cái)?shù)據(jù)的最早年份。剔除數(shù)據(jù)缺失值后，最終獲得20 192個(gè)公司-年度觀測(cè)值。對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%縮尾處理，所有回歸標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面聚類。地區(qū)社會(huì)信任水平數(shù)據(jù)借鑒張維迎和柯榮住(2002)[8]對(duì)31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的社會(huì)信任度問卷調(diào)查結(jié)果，確定上市公司辦公所在地所屬的省、自治區(qū)和直轄市的社會(huì)信任水平。省份層面數(shù)據(jù)取自國家統(tǒng)計(jì)局，機(jī)構(gòu)投資者數(shù)據(jù)取自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)(CNRDS)數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)取自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

(二)實(shí)證模型和變量定義

借鑒已有研究[17，32，40]的做法，本文設(shè)定實(shí)證模型(1)。

lncost=α0+α1lnrev+α2D×lnrev+α3D×lnrev×Trust+α4Trust+α5D×lnrev×Economic_vars+

α6Economic_vars+α7Controls+Yeardummies+Inddummies+ε

(1)

1.被解釋變量

成本變動(dòng)(lncost)。本文采用企業(yè)營(yíng)業(yè)成本變化的自然對(duì)數(shù)衡量成本變動(dòng)，使用當(dāng)年與上年?duì)I業(yè)成本比值的自然對(duì)數(shù)計(jì)算得出。

2.解釋變量

收入變動(dòng)(lnrev)。本文采用企業(yè)營(yíng)業(yè)收入變化的自然對(duì)數(shù)衡量收入變動(dòng)，使用當(dāng)年與上年?duì)I業(yè)收入比值的自然對(duì)數(shù)計(jì)算得出。

收入下降(D)。當(dāng)年的營(yíng)業(yè)收入較上年的營(yíng)業(yè)收入下降時(shí)，D取值為1，否則為0。

社會(huì)信任(Trust)。社會(huì)信任指標(biāo)借鑒張維迎和柯榮住(2002)[8]對(duì)中國31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的問卷調(diào)查結(jié)果，依問題“根據(jù)您的經(jīng)驗(yàn)，您認(rèn)為哪五個(gè)地區(qū)的企業(yè)比較守信用(按順序排列)？”的回答結(jié)果分別計(jì)算每個(gè)地區(qū)的社會(huì)信任水平。根據(jù)制造企業(yè)的辦公所在地確定其所處地區(qū)的社會(huì)信任水平，信任度指數(shù)越大表示該地區(qū)的信任度越高。

3.控制變量

參考已有研究[17,32,40]，選取四個(gè)因素變量作為控制變量，并分別與營(yíng)業(yè)收入變動(dòng)(lnrev)及收入下降的虛擬變量(D)做交乘項(xiàng)，控制其對(duì)成本粘性的影響。具體包括：固定資產(chǎn)密集度(Aintensity)、人力資本密集度(Eintensity)、連續(xù)兩年收入下降(Succdec)、GDP增長(zhǎng)率(GDPgrowth)。本文還加入了其他控制變量：公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、托賓Q值(Tobinq)、股權(quán)集中度(Top1)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、董事會(huì)規(guī)模(Board)和是否由“四大”審計(jì)(Big4)。此外，還控制了行業(yè)和年度固定效應(yīng)。主要變量說明見表1。

表1 主要變量說明

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

變量描述性統(tǒng)計(jì)見表2。在樣本期間，成本變動(dòng)(lncost)均值為0.126，收入變動(dòng)(lnrev)均值為0.122，表明制造業(yè)上市公司的成本和收入相近，而且均呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)；收入下降(D)所占比例為26.6%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.442，說明制造業(yè)上市公司的經(jīng)營(yíng)發(fā)展水平有較大差距。根據(jù)各省份信任度綜合得分的數(shù)據(jù)可以看出，社會(huì)信任(Trust)得分的標(biāo)準(zhǔn)差為0.622，而且最小值和最大值差異較大，表明當(dāng)前制造業(yè)上市公司的辦公地所在地區(qū)的信任水平差異較為明顯。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)回歸結(jié)果分析

社會(huì)信任對(duì)企業(yè)成本粘性的回歸結(jié)果如表3所示。其中，列(1)僅包含收入變動(dòng)(lnrev)和成本粘性(D×lnrev)兩個(gè)變量，成本粘性的系數(shù)為-0.057，在1%水平上顯著，表明制造企業(yè)普遍存在成本粘性。列(2)是加入社會(huì)信任(Trust)和社會(huì)信任交乘項(xiàng)(D×lnrev×Trust)的檢驗(yàn)結(jié)果，社會(huì)信任交乘項(xiàng)(D×lnrev×Trust)的系數(shù)為0.036，在1%的水平上顯著。列(3)顯示了加入所有控制變量后的結(jié)果，回歸結(jié)果表明，社會(huì)信任交乘項(xiàng)(D×lnrev×Trust)的系數(shù)為0.045，且在1%的水平上顯著，表明企業(yè)所處地區(qū)的社會(huì)信任水平越高，企業(yè)的成本粘性水平越低。假設(shè)H1a得到驗(yàn)證。

表3 社會(huì)信任與成本粘性的回歸結(jié)果

表3(續(xù))

(三)內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.固定效應(yīng)模型

考慮到制造業(yè)上市公司的公司層面遺漏變量問題，進(jìn)一步控制個(gè)體固定效應(yīng)。表4列示了進(jìn)一步控制公司固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，列(3)結(jié)果表明，在加入了所有的控制變量后，D×lnrev×Trust的系數(shù)為0.034，且在5%的水平上顯著，表明社會(huì)信任水平與成本粘性仍然顯著負(fù)相關(guān)，與表3中的結(jié)果一致，表明本研究結(jié)果不受公司層面遺漏變量的影響。

表4 固定效應(yīng)模型

2.工具變量法

如果制造企業(yè)所處地區(qū)的社會(huì)信任變量具有內(nèi)生性，那么估計(jì)結(jié)果可能有偏，因此使用工具變量法對(duì)模型進(jìn)行處理。本文采用公共圖書館流通人次比率(Library)，即各省、自治區(qū)和直轄市的公共圖書館總流通人次與各省、自治區(qū)和直轄市總?cè)丝跀?shù)的比值作為工具變量。公共圖書館通過提供平等、包容和免費(fèi)的服務(wù)增進(jìn)了社會(huì)的相互作用和信任[41]，能夠?qū)ι鐣?huì)資本的積累產(chǎn)生積極影響。通過公益服務(wù)大眾，圖書館傳播并促進(jìn)公民信任、互惠、合作等價(jià)值理念[42]，因此該地區(qū)的公共圖書館總流通人次越多，則該地區(qū)的社會(huì)信任水平越高(1)D×lnrev×Library、Library與lncost的回歸系數(shù)分別為0.016和0.002，且均不顯著(t分別為1.009和1.470)，表明在統(tǒng)計(jì)上，公共圖書館流通人次比率與企業(yè)成本粘性沒有顯著相關(guān)關(guān)系，工具變量的選擇是合理的。。

表5列示了工具變量法的回歸結(jié)果。在第一階段回歸中，社會(huì)信任(Trust)與公共圖書館流通人次比率(Library)的相關(guān)系數(shù)為0.698，且在1%水平上顯著，表明該地區(qū)公共圖書館流通人次比率越高，人們受到信任、合作等價(jià)值觀念的影響越大，該地區(qū)的社會(huì)信任水平越高。同時(shí)，D×lnrev×Trust與D×lnrev×Library同樣在1%的水平上存在顯著正相關(guān)關(guān)系。在第二階段回歸中，D×lnrev×Instru_Trust的系數(shù)為0.077，且在1%的水平上顯著。弱工具變量檢驗(yàn)中的F值為246.764，表明不存在弱工具變量問題。

表5 工具變量法

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

參考呂朝鳳等(2019)[9]的方法，采用2003年中國社會(huì)綜合調(diào)查(CGSS)對(duì)“關(guān)于對(duì)陌生人的信任程度”這一問題的調(diào)查結(jié)果，將扣除回答為“不信任”和“非常不信任”結(jié)果之后的比率作為社會(huì)信任的替代變量(Trustcgss)。另外，參考張茵等(2017)[30]的做法，采用社會(huì)信任指數(shù)排名(rank)作為社會(huì)信任的代理變量?；貧w結(jié)果見表6列(1)和列(2)。列(1)中，D×lnrev×Trustcgss的系數(shù)為0.357，且在1%的水平上顯著。列(2)中，D×lnrev×rank的系數(shù)為0.003，且在1%的水平上顯著，即社會(huì)信任水平與成本粘性之間仍然顯著負(fù)相關(guān)，說明研究結(jié)果穩(wěn)健。

2.替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

借鑒已有研究，用當(dāng)年與上年銷售費(fèi)用和管理費(fèi)用之和的比值的自然對(duì)數(shù)(lnSGA)、當(dāng)年與上年?duì)I業(yè)成本、銷售費(fèi)用和管理費(fèi)用三者之和的比值的自然對(duì)數(shù)(lncost2)作為成本變動(dòng)的替代變量。由表6列(3)和列(4)的結(jié)果看出，D×lnrev×Trust的系數(shù)均顯著為正，結(jié)果穩(wěn)健。

3.考慮省份層面因素的影響

社會(huì)信任對(duì)成本粘性的影響可能是由于省級(jí)層面其他因素的差異而帶來的，為了排除這一可能的解釋，在回歸模型中控制了省份啞變量。此外，進(jìn)一步控制了企業(yè)辦公地所在省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量，用各省、自治區(qū)和直轄市當(dāng)年較上年的GDP增長(zhǎng)率表示，以及市場(chǎng)集中度(HHI)，用各公司營(yíng)業(yè)收入與同一省份年度內(nèi)所有公司營(yíng)業(yè)收入總和的比值的平方和表示。回歸結(jié)果如表6列(5)所示，D×lnrev×Trust的系數(shù)為0.043，且在1%的水平上顯著，結(jié)果穩(wěn)健。

4.使用上市公司注冊(cè)所在地的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了排除上市公司歸屬地的影響，根據(jù)上市公司注冊(cè)所在地進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果如表6列(6)所示，D×lnrev×Trust的系數(shù)為0.046，且在1%的水平上顯著，與主回歸的結(jié)果一致。

5.更換年度區(qū)間的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了避免準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)的會(huì)計(jì)科目的確認(rèn)和計(jì)量產(chǎn)生影響，采用2007—2019年的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表6列(7)的回歸結(jié)果可以看出，D×lnrev×Trust的系數(shù)為0.045，且在1%的水平上顯著，與主回歸的結(jié)果一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

五、影響機(jī)制分析與異質(zhì)性檢驗(yàn)

(一)社會(huì)信任對(duì)成本粘性的影響機(jī)制分析

1.股東和管理層代理沖突

前文已經(jīng)驗(yàn)證了社會(huì)信任能夠降低企業(yè)的成本粘性，接下來進(jìn)一步驗(yàn)證其作用機(jī)制。借鑒陳等人(Chen et al.,2012)[32]的研究思路，本文采用分組回歸的方法對(duì)社會(huì)信任與成本粘性之間的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。當(dāng)制造企業(yè)處于較高社會(huì)信任水平的地區(qū)時(shí)，股東與管理層的代理沖突較小，管理層更加勤勉盡責(zé)，當(dāng)銷售量下降時(shí)，企業(yè)能及時(shí)縮減冗余成本，進(jìn)而降低成本粘性水平。參考劉慧龍等(2017)[40]的研究，本文使用管理費(fèi)用率(Mfee)度量股東和管理層代理沖突。將所有樣本按照管理費(fèi)用率(Mfee)的省份年度中位數(shù)分為股東和管理層代理沖突較高組和股東和管理層代理沖突較低組，即當(dāng)企業(yè)的Mfee高于該年度公司所在省份所有公司的Mfee中位數(shù)時(shí)，認(rèn)為其股東與管理層之間的代理沖突較大，反之則較小。將兩組樣本分別按照模型(1)進(jìn)行回歸，并比較交乘項(xiàng)D×lnrev×Trust的系數(shù)是否存在顯著差異。

股東和管理層代理沖突的分組回歸結(jié)果如表7所示。結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)的股東和管理層的代理沖突較高時(shí)，交乘項(xiàng)D×lnrev×Trust的估計(jì)系數(shù)為0.052，且在1%的水平上顯著，即社會(huì)信任能夠顯著降低企業(yè)的成本粘性水平；當(dāng)企業(yè)的股東和管理層的代理沖突較低時(shí)，交乘項(xiàng)D×lnrev×Trust的估計(jì)系數(shù)為0.020，且在10%的水平上顯著，組間差異檢驗(yàn)P值為0.091。上述結(jié)果表明，在股東和管理層的代理沖突較嚴(yán)重時(shí)，社會(huì)信任對(duì)成本粘性的降低作用更加顯著，即社會(huì)信任能夠通過減少股東與管理層之間的代理沖突而降低成本粘性。

2.資源調(diào)整成本

根據(jù)前文分析，企業(yè)所在地區(qū)的社會(huì)信任水平越高，企業(yè)進(jìn)行資源調(diào)整時(shí)發(fā)生的成本越低，進(jìn)而降低企業(yè)的成本粘性。由于專用性資產(chǎn)具有投資不可逆性 ，其市場(chǎng)價(jià)值的波動(dòng)性較大，資產(chǎn)變現(xiàn)能力不強(qiáng)，可能產(chǎn)生較高的調(diào)整成本[43]。因此，借鑒李青原等(2007)[44]的研究，使用資產(chǎn)專用性度量企業(yè)的資源調(diào)整成本，并利用企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)構(gòu)建資產(chǎn)專用性指數(shù)方程，如式(2)所示。

ASI=EXP(-0.080+0.152Rec-0.575Inv+0.687PPE+0.198ONC)

(2)

其中，ASI是資產(chǎn)專用性指數(shù)，Rec是年末應(yīng)收賬款凈額與年末資產(chǎn)總額的比值，Inv是年末存貨凈額與年末資產(chǎn)總額的比值，PPE是年末固定資產(chǎn)凈額與年末資產(chǎn)總額的比值，ONC是年末其他非流動(dòng)資產(chǎn)與年末資產(chǎn)總額的比值。ASI越小，企業(yè)的資產(chǎn)專用性越高，資源調(diào)整成本越高。為了保持指標(biāo)的一致性，對(duì)ASI指標(biāo)取倒數(shù)作為資源調(diào)整成本的代理變量(RecipASI)，即RecipASI越大，企業(yè)的資源調(diào)整成本越高。

將所有樣本按照RecipASI的省份年度中位數(shù)分為資源調(diào)整成本較高組和資源調(diào)整成本較低組，當(dāng)企業(yè)的RecipASI高于該年度公司所在省份所有公司的RecipASI中位數(shù)時(shí)，認(rèn)為其資源調(diào)整成本較高，反之則較低。將兩組樣本分別按照模型(1)進(jìn)行回歸，并比較交乘項(xiàng)D×lnrev×Trust的系數(shù)是否存在顯著差異。

企業(yè)資源調(diào)整成本的分組回歸結(jié)果如表7所示。結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)的資源調(diào)整成本較高時(shí)，交乘項(xiàng)D×lnrev×Trust的估計(jì)系數(shù)為0.064，且在1%的水平上顯著；當(dāng)企業(yè)的資源調(diào)整成本較低時(shí)，交乘項(xiàng)D×lnrev×Trust的估計(jì)系數(shù)為0.020，且在10%的水平上顯著，組間差異檢驗(yàn)P值為0.029。上述結(jié)果表明，在企業(yè)的資源調(diào)整成本較高時(shí)，社會(huì)信任對(duì)企業(yè)成本粘性的降低作用更加顯著，即社會(huì)信任能夠通過降低企業(yè)的資源調(diào)整成本而進(jìn)一步降低企業(yè)成本粘性。

表7 社會(huì)信任對(duì)成本粘性的影響機(jī)制分析

(二)機(jī)構(gòu)投資者持股的異質(zhì)性檢驗(yàn)

機(jī)構(gòu)投資者在專業(yè)知識(shí)、信息獲取和決策制定等方面具有優(yōu)勢(shì)，在公司外部治理中扮演著重要角色[45]。機(jī)構(gòu)投資者能夠以股東身份參加股東大會(huì)，并向上市公司推選董事和監(jiān)事，進(jìn)而參與公司的決策制定和監(jiān)督管理層。機(jī)構(gòu)投資者利用其信息獲取和投資經(jīng)驗(yàn)等優(yōu)勢(shì)，能夠?qū)镜慕?jīng)營(yíng)和發(fā)展進(jìn)行準(zhǔn)確的分析和判斷，通過直接參與公司的財(cái)務(wù)戰(zhàn)略、發(fā)展戰(zhàn)略等重大決策的制定[46]，有利于企業(yè)做出科學(xué)合理的經(jīng)營(yíng)決策，提高資源配置效率。此外，機(jī)構(gòu)投資者持股能夠改善公司的信息環(huán)境和治理水平，通過積極參與股東大會(huì)、董事會(huì)和監(jiān)事會(huì)等對(duì)管理層的履職情況進(jìn)行監(jiān)督，有利于降低管理層的機(jī)會(huì)主義行為。當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司成本政策制定的話語權(quán)和管理層的監(jiān)督作用較弱，此時(shí)非正式制度可能會(huì)更大程度地發(fā)揮作用，社會(huì)信任對(duì)企業(yè)成本粘性的降低作用更強(qiáng)；當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司成本政策制定的話語權(quán)較強(qiáng)，而且能夠更好地監(jiān)督管理層，社會(huì)信任對(duì)成本粘性的降低作用可能較弱。

本文使用基金、券商、保險(xiǎn)公司、社?；?、QFII和其他機(jī)構(gòu)的持股數(shù)之和與企業(yè)總股數(shù)的比值度量機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Institutionhold)，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，說明企業(yè)的外部監(jiān)督力度越強(qiáng)。為了驗(yàn)證機(jī)構(gòu)投資者持股比例對(duì)社會(huì)信任與成本粘性的作用機(jī)制，將所有樣本按照Institutionhold的省份年度中位數(shù)進(jìn)行分組，當(dāng)公司的Institutionhold高于該年度公司所在省份所有公司的Institutionhold中位數(shù)時(shí)，認(rèn)為其機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高，反之則較低。將兩組樣本分別按照模型(1)進(jìn)行回歸，并比較交乘項(xiàng)D×lnrev×Trust的系數(shù)是否存在顯著差異。

表8報(bào)告了當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例不同時(shí)，社會(huì)信任對(duì)制造企業(yè)成本粘性的影響。由表8的結(jié)果看出，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低時(shí)，D×lnrev×Trust的系數(shù)為0.064，在1%的水平上顯著；而當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高時(shí)，D×lnrev×Trust變量的系數(shù)為0.013，且不顯著，組間檢驗(yàn)P值為0.014。以上結(jié)果表明，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低時(shí)，非正式制度能在更大程度上發(fā)揮作用，即社會(huì)信任對(duì)制造企業(yè)成本粘性的降低作用更加顯著。

表8 機(jī)構(gòu)投資者持股比例的異質(zhì)性檢驗(yàn)

六、結(jié)論與啟示

本文以2003—2019年中國A股制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)作為研究樣本，研究了社會(huì)信任對(duì)制造企業(yè)成本粘性的影響。研究結(jié)果顯示，較高的地區(qū)社會(huì)信任水平能夠降低制造企業(yè)的成本粘性，在進(jìn)行了工具變量法、固定效應(yīng)模型等檢驗(yàn)之后結(jié)論依然穩(wěn)健。同時(shí)，本文還驗(yàn)證了資源調(diào)整成本和管理層代理沖突的影響渠道。另外，異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低時(shí)，社會(huì)信任對(duì)成本粘性的降低作用更加顯著。本文的研究結(jié)論揭示了從非正式制度層面降低成本粘性的重要性，并提供了治理機(jī)制對(duì)這一關(guān)系影響的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文的研究啟示在于：第一，企業(yè)成本粘性問題是長(zhǎng)期客觀存在的，其影響因素廣泛，除了國家干預(yù)和市場(chǎng)調(diào)節(jié)等正式制度的資源配置形式外，非正式制度發(fā)揮的資源配置作用同樣會(huì)對(duì)微觀企業(yè)的成本管理行為產(chǎn)生重要影響；第二，企業(yè)在經(jīng)營(yíng)過程中要注重內(nèi)部信任、誠信文化的建設(shè)，保證資源的及時(shí)調(diào)整和高效配置，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)組織效率的提升；第三，政府部門要重視社會(huì)信任這一非正式制度因素對(duì)微觀企業(yè)經(jīng)營(yíng)的影響，除發(fā)布和實(shí)施的正式制度以外，加強(qiáng)社會(huì)誠信建設(shè)，培育公眾社會(huì)信任感，同樣對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)發(fā)展起到重要作用。